張 路/文

改革開放政策實施以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了令人矚目的成就，外商直接投資（FDI）在其中發(fā)揮了重要作用。我國的外商直接投資從無到有再到飛躍，實現(xiàn)了巨大的增長。1983年，全國引進(jìn)外商直接投資為9.16億美元，而到了2018年，引進(jìn)外國直接投資已達(dá)到1349.66億美元，短短30余年外商直接投資增長了140多倍，年均增長率為18.77%。不僅如此，外商直接投資（FDI）加速流入的同時，中國國內(nèi)投資也在快速增長。1983年，全國固定資產(chǎn)投資完成額為1430.1億元人民幣，之后固定資產(chǎn)投資的年均增長率為19.85%，到了2018年，全國固定資產(chǎn)投資總額達(dá)到64.57萬億人民幣。我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有典型的投資驅(qū)動型特征，固定資產(chǎn)投資與外商直接投資在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮怎么樣的作用，國內(nèi)投資與外商直接投資之間存在“擠出”效應(yīng)，還是“擠入”效應(yīng)？這些問題的研究與分析對改善中國國內(nèi)投資效率和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式具有積極作用。

一、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長三者關(guān)系的研究文獻(xiàn)主要集中在以下三類：第一類是外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的研究，該類文獻(xiàn)無論是理論分析還是實證研究都比較豐富。如Chenery和Adelman提出的“雙缺口”模型，認(rèn)為外國資本可以彌補(bǔ)國內(nèi)資金的短缺，從而為發(fā)展中國家利用外商直接投資促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)增長奠定了理論基礎(chǔ)；Ram（2002）利用多個國家的數(shù)據(jù)顯示FDI對國民經(jīng)濟(jì)的作用是正向的；第二類是國內(nèi)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究，如張軍（2002）對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的資本投資效率進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有過度投資化和過度工業(yè)化的跡象。第三類是國內(nèi)資本與外商直接投資的研究，如羅長遠(yuǎn)（2007）應(yīng)用中國省際面板數(shù)據(jù)對FDI與國內(nèi)資本的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)FDI對國內(nèi)資本的投資有一定的“擠入”效應(yīng)。

目前國內(nèi)對外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長三者的動態(tài)研究文獻(xiàn)較少，本文在對前人研究理論的梳理和總結(jié)基礎(chǔ)上，使用時間序列的VAR模型進(jìn)行分析，以此來進(jìn)一步探究外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)選擇

本研究通過采用向量自回歸模型（Vector Auto Regressive）來研究各個變量之間的動態(tài)關(guān)系。VAR模型類似于聯(lián)立方程模型，在數(shù)理模型的每一個方程式中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后項進(jìn)行回歸，由此來分析各個變量之間的動態(tài)關(guān)系。本文構(gòu)造的非限制VAR（p）模型形式如下：

在實際應(yīng)用中，通常希望滯后期p足夠大，從而完整反映構(gòu)造模型的動態(tài)特征。但另一方面，滯后期越長，模型中需要估計的參數(shù)就越多，自由度就越少。因此，應(yīng)在自由度和滯后期之間尋求均衡狀態(tài)，本文根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的準(zhǔn)則確定模型的滯后期為3階。

各個變量的具體解釋如下：

LnY：歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)值，代表我國的經(jīng)濟(jì)增長速度。

lnKf：歷年我國外商直接投資實際額的對數(shù)值。

lnKd：歷年國內(nèi)固定資本形成總額減去外商直接投資實際額后剩余額的對數(shù)值來表示。

三、外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析

（一）ADF 檢驗

考慮到所分析的時間序列可能非平穩(wěn)，由此出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。因此，先對序列l(wèi)nY、lnKf和lnKd三個變量進(jìn)行單位根（ADF）檢驗，確定其時間序列的單整階數(shù)。

α、β、δ、θ為參數(shù)，t為時間趨勢因素，ε 為隨機(jī)誤差項，是服從獨(dú)立同分布的白噪聲過程。其中檢驗過程中滯后項的確定采用AIC和SC準(zhǔn)則。檢驗結(jié)果顯示：在95%的置信區(qū)間下，lnY、lnKf和lnKd三個變量都是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過二階差分后的ΔlnY、ΔlnKf、ΔlnKd均通過了5%的顯著性檢驗，均為平穩(wěn)序列。即lnY～I(xiàn)（2）、lnKd～I(xiàn)（2）、lnKf～I(xiàn)（2），滿足協(xié)整檢驗前提。

（二）VAR協(xié)整分析

基于lnY、lnKf和lnKd的VAR模型，根據(jù)AIC和SC數(shù)值最小原則確定VAR模型滯后期為3，則VEC模型即為2階滯后模型。表1分別列式了序列l(wèi)nY、lnKf和lnKd最高滯后階數(shù)為1階、2階、3階的VAR模型的AIC和SC準(zhǔn)則數(shù)值，其中VAR（2）模型的AIC和SC準(zhǔn)則數(shù)值最小，分別為-7.93和-6.96。

附表 不同滯后期VAR模型估計的統(tǒng)計量信息

采用滯后2階的VEC模型進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示：在1%的顯著水平下，無論是跡統(tǒng)計量還是最大特征值統(tǒng)計量均接受“協(xié)整方程的個數(shù)至少有1個”的假設(shè)，因此可以認(rèn)為序列l(wèi)nY、lnKf和lnKd之間存在協(xié)整關(guān)系。

將協(xié)整關(guān)系表達(dá)成如下方程式，以此來考察外商直接投資、國內(nèi)固定資產(chǎn)資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

圖2 單位根檢驗圖示

根據(jù)公式（3）結(jié)果表明：外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長存在長期的均衡關(guān)系。外商直接投資與內(nèi)資對經(jīng)濟(jì)具有顯著的正向作用。其中，內(nèi)資的彈性系數(shù)較小，國內(nèi)固定資產(chǎn)投資每增加一個百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)將發(fā)生0.15個百分點(diǎn)的增長；外商直接投資多流入一個百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)將實現(xiàn)0.29個百分點(diǎn)的增幅，表明FDI拉動經(jīng)濟(jì)增長的彈性較大，影響經(jīng)濟(jì)增長較內(nèi)資明顯，這也許與外資通過技術(shù)外溢等效應(yīng)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)。

（三）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

VAR協(xié)整分析確定了變量之間存在長期均衡關(guān)系，但對變量之間的因果關(guān)系未給出說明?，F(xiàn)用Granger因果檢驗來說明lnY、lnKf和lnKd之間的因果關(guān)系。建立如下模型：

檢驗結(jié)果表明：滯后2期的lnY和lnKf非格蘭杰因果關(guān)系，說明外資的流入以及內(nèi)資的增長與我國經(jīng)濟(jì)的增長沒有直接因果關(guān)系。反過來，發(fā)展迅猛的本國經(jīng)濟(jì)與外資的增長也并沒有必然聯(lián)系，這表明國內(nèi)投資對外資的吸引有直接關(guān)系，而快速增長的經(jīng)濟(jì)對國內(nèi)固定資產(chǎn)投資的帶動也不明顯，顯示出固定資產(chǎn)投資的自發(fā)性；lnKf和lnKd在滯后2的時候均接受格蘭杰因果檢驗假設(shè)，說明兩者之間并不具有格蘭杰因果關(guān)系，內(nèi)外資相互促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

（四）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他的內(nèi)生變量，在VAR模型結(jié)構(gòu)中可以利用沖擊反應(yīng)函數(shù)識別出經(jīng)濟(jì)增長對FDI和國內(nèi)投資沖擊的動態(tài)反應(yīng)過程。

圖3 FDI對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的脈沖影響

圖4 國內(nèi)固定資本對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的脈沖影響

圖2的AR根檢驗圖顯示，VAR（3）模型是穩(wěn)定的，因此可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，三者的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖3、圖4和圖5所示。

圖3表示國內(nèi)資本對經(jīng)濟(jì)的脈沖反應(yīng)。在第一期和第二期中，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對固定資產(chǎn)投資有較為明顯的響應(yīng)，之后開始下降。這說明雖然短期可以靠投資來拉動經(jīng)濟(jì)增長，但過度投資化所帶來的投資低效率將對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)面影響。

圖4表示FDI對經(jīng)濟(jì)的脈沖反應(yīng)。經(jīng)濟(jì)增長在第1期就對FDI沖擊有響應(yīng)，并且效果顯著，這說明外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，但滯后期較長。FDI對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊在開始的四期內(nèi)均效果明顯，但之后FDI對經(jīng)濟(jì)的拉動作用明顯疲乏，不過外資對經(jīng)濟(jì)的持續(xù)影響時間長達(dá)9年之久。

圖5表示國內(nèi)資本對FDI的脈沖反應(yīng)。國內(nèi)資本對外資沖擊的響應(yīng)經(jīng)歷了一個由正轉(zhuǎn)負(fù)再轉(zhuǎn)正的過程，這說明在初期國內(nèi)資本對外資引進(jìn)是具有正向作用的，我國在20世紀(jì)八十年代也急需外部資本注入國內(nèi)，因此國內(nèi)資本對FDI沒有明顯排斥現(xiàn)象，而到第四期后，國內(nèi)資本呈現(xiàn)明顯的排斥外資現(xiàn)象，從第六期以后，針對外資，國內(nèi)資本又呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用，表現(xiàn)為“擠入”效應(yīng)。而隨著時間推移，國內(nèi)資本對FDI的促進(jìn)性在減弱，這些說明長期內(nèi)國內(nèi)資本對外資表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)，這一點(diǎn)與王志鵬、李子奈（2004）的研究相符合，他們認(rèn)為外商直接投資對國內(nèi)資本存在“擠出”效應(yīng)。

四、結(jié)論

基于我國1983—2018年的時間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建VAR模型對外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系、Granger因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析進(jìn)行了實證分析，得出以下結(jié)論：

圖5 FDI對國內(nèi)資本的脈沖影響

第一，外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長存在長期的均衡關(guān)系，外商直接投資與國內(nèi)資本對經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)顯著的正向作用。我國經(jīng)濟(jì)增長對于外商直接投資的響應(yīng)較為迅速但滯后期較長，對于國內(nèi)新增固定資產(chǎn)投資的刺激有響應(yīng)但不強(qiáng)，且長期來看，內(nèi)資盲目增長不利于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和數(shù)量的提高。

第二，外資、國內(nèi)資本投資均與經(jīng)濟(jì)增長有Granger意義上的雙向因果關(guān)系，外商直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長則表現(xiàn)為Granger意義上的互為因果關(guān)系。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析可以看出，國內(nèi)資本對經(jīng)濟(jì)增長波動的影響要大于外資的影響。

第三，F(xiàn)DI進(jìn)入初期可以帶動我國自身的投資，對我國的資本產(chǎn)生“擠入”效應(yīng)。但長遠(yuǎn)來看，外商直接投資對國內(nèi)資本存在“擠出”效應(yīng)，說明利用外資的質(zhì)量和效率還有待提高。因此，擁抱FDI的同時，更應(yīng)該注重引入外資的質(zhì)量以及注重對國內(nèi)資本的培育。